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0752-5880-900（8280）为检验发行绿色债券的企业与未发行企业是否满足平行趋势假设，本文将从未发行绿色债券的企业作为对照组★，检验结果如图2所示★：在绿色债券发行之前，样本组与对照组企业的新质生产力水平并无显著差异★。在绿色债券发行之后★，发行绿色债券企业的新质生产力水平相较于对照组★，呈现显著上升趋势。
二是机制分析揭示，发行绿色债券提高了企业的科技研发实力，推动了技术创新与产业升级，进而提高企业自身的新质生产力水平★；发行绿色债券提升了企业高管团队的绿色认知与环保意识，促使管理决策更加注重可持续发展目标★，进而提高新质生产力水平；绿色债券可以有效降低企业融资成本，为企业长远发展和新质生产力的培育提供了资金保障。
基于前文的理论分析，本文选取绿色专利申请量（lnGP）、高管绿色认知（LnEA）和融资约束（WW）作为中介变量，如果其系数显著★，则说明中介效应成立。表6为回归结果，列（1）至列（3）分别以lnGP、lnEA和WW为被解释变量，解释变量Treati×Timeit均在10%水平上显著。列（4）以Npro为被解释变量，以Treati×Timeit与LnGP为解释变量，LnGP在5%水平上显著，此检验结果支持假设H2a。列（5）以Npro为被解释变量，以Treati×Timeit与LnEA为解释变量★，LnEA在1%水平上显著★，此检验结果支持假设H2b。列（6）以Npro为被解释变量，以Treati×Timeit与WW指数为解释变量★，WW指数在10%水平上显著，此检验结果支持假设H2c★。
中介变量是绿色专利申请量、高管绿色认知水平和融资约束。其中，绿色专利申请量从各企业年报中获取。高管绿色认知水平基于企业年报★，以绿色竞争、企业责任★、外部环境三个维度关键词出现的频次来衡量。上市公司的融资约束是指其在资本市场融资时面临的制约和限制，反映了公司融资能力与外部融资环境的匹配程度★。用于衡量上市公司融资约束程度的指标较多，本文选取WW指数作为企业融资约束的代理指标，因为WW指数考虑了公司的资本市场融资选择，依据债务与股权比例来判断融资限制程度。所有变量及其含义如表2所示。
三是强化绿色技术研发与创新。企业应积极把握绿色债券融资带来的机遇★，充分利用融资促进技术创新和产业升级★，在绿色技术、产品、服务等方面加大研发投入，着手建立以绿色技术创新为核心驱动力的绿色技术研发中心。
解释变量为绿色债券发行企业与发行时间的交乘项（Treati×Timeit)。本文将债券代码中包含字母G的债券（代表绿色债券）和债券名称中包含“绿色★”“绿色债★”★“碳排放★”等关键词的债券，均视为绿色债券。最终将发行过绿色债券的企业Treati与发行时间项Timeit交乘，得到解释变量★。
本文随机选取50%的企业样本数据★，回归结果如表5列（5）所示★，Treati×Timeit的回归系数显著为正，证明在随机抽样条件下，企业发行绿色债券显著促进了新质生产力水平的提升。核心假说H1依然得到实证支持。
现有研究文献对新质生产力和绿色债券均有较多研究★，但对二者之间关系的研究较少。从实证来看★，企业发行绿色债券能否提升新质生产力水平？其作用机理是什么？是否存在异质性问题★？为了探究这些问题，笔者以发行绿色债券的企业作为准自然实验对象★，构建新质生产力模型★，并通过双重差分模型研究发行绿色债券对企业新质生产力水平的影响，旨在填补这一研究领域的空白，为评估绿色债券的质效提供依据。
H2a★：企业发行绿色债券可以提高科技创新能力★，进而促进企业新质生产力水平的提升。
大规模企业拥有更强的资产实力★，通常也有更高的信用评级，更容易获得投资者的信任和青睐，从而以更低的成本筹集到更多资金★，促进研发创新、技术升级；中小规模企业的融资能力通常较弱，需要承受更高的融资成本与更严格的融资条件，其通过发行绿色债券筹集资金受到限制。表7列（3）至列（5）展示了企业规模异质性回归结果，Treati×Timeit的回归系数在大规模企业上显著为正，在小规模企业上并不显著。
发行绿色债券是否提升了企业的新质生产力水平★，是重要的现实议题★。本文以A股上市公司为研究样本，通过构建双重差分模型研究发现★，发行绿色债券能够显著提高企业的新质生产力水平，进行检验后该结论依然成立★。中介机制发现★，发行绿色债券提高企业的绿色创新能力与高管绿色认知水平，同时可以降低企业的融资难度，进而有效促进新质生产力水平的提升。异质性分析结果显示，绿色债券的这一积极效果在民营企业、中大规模企业及碳密集型行业企业中尤为显著★。
为了考察企业发行绿色债券与新质生产力之间可能存在的内生性问题，笔者分别选取Treati×Timeit滞后一期和滞后二期作为工具变量，进行内生性检验★。这一策略旨在剥离那些可能同时影响Treati×Timeit与新质生产力的遗漏变量或双向因果关系所带来的干扰★。从表5列（2）和（3）的回归结果发现，无论是滞后一期的Treati×Timeit还是滞后二期的Treati×Timeit★，其系数均显著为正。这一结果强化了企业发行绿色债券与新质生产力之间的正向关系，并证明在排除潜在的内生性影响后，核心假设H1依然成立。
绿色债券规定资金必须用于环境保护及可持续发展等项目，发债过程促使企业高管对环保方针及绿色工程有更深刻的认识★，从而推动企业更加关注社会责任和可持续发展目标，提升企业形象，获得竞争优势。因此，本文提出假设：
四是提高企业高管团队对绿色概念的认知及环保意识。企业应加强培训★，使高管团队对绿色发展的重要性、紧迫性及实践路径有更深入的了解。同时，可以在高管的绩效评估体系中纳入绿色转型成效，通过与薪酬、晋升、考核等切身利益挂钩的方式，激发绿色转型成效★，提高高管团队参与绿色转型的积极性、主动性★。
二是打造绿色债券发行的长效机制★。建立一套完善★、长效的绿色债券发行监督机制★，保证发行的合规性、有效性和公益性，确保资金的有效使用，促进绿色债券市场可持续发展★。为绿色债券市场的规范化发展制定详细的规章制度★，夯实法律保障，明确发行标准和监管要求★。
[7]宋佳★，张金昌★，潘艺. ESG发展对企业新质生产力影响的研究——来自中国A股上市企业的经验证据[J]★. 当代经济管理，2024（6）.返回搜狐，查看更多
绿色债券筹集的资金用于技术改进，可以增强企业的科技创新实力，为企业的科技创新开拓更广阔的空间。因此★，本文提出假设：
五是制定差异化绿色战略。企业在推进绿色转型过程中，要根据自身类型、规模、行业属性等特点来制定绿色转型战略★，确保在转型绿色这条路上实现可持续发展★。
为了进一步增强研究结果的稳健性和可靠性，本文剔除2020—2022年受全球新冠疫情影响的特殊时期数据，以减少外部极端事件带来的不确定性，确保研究结论能够更准确地反映实际情况。剔除后的回归分析结果如表5列（4）所示，Treati×Timeit的系数仍显著为正，核心假说H1再次得到验证。
一是鼓励企业发行绿色债券★。应实施一系列鼓励政策，尤其是促进民营企业★、大型企业和碳密集型行业企业积极发行绿色债券的政策。鼓励政策可以包括绿色债券的税收减免★、补贴奖励和风险补偿机制等方面★。
根据所属行业类型将企业划分为碳密集行业和非碳密集行业两个组别，表8列（5）、列（6）展示了分组后的回归结果：企业发行绿色债券对碳密集行业企业的新质生产力水平提升具有显著的正向作用★，说明其发行绿色债券后，通过绿色技术★、优化资源效率与污染末端治理等措施提高了新质生产力水平。相比之下★，非碳密集行业企业新质生产力的回归结果并不显著★，这可能意味着这些企业在绿色转型方面的需求和动力相对较小★。
绿色债券可以为企业的绿色项目提供资金支持★，对于推动企业绿色发展，以及传统化工业等高污染、高能耗行业的绿色转型，均具有重要作用。企业将发行绿色债券所筹集资金用于绿色投资和技术创新，可以有效降低碳排放量，提高企业的市场竞争力和社会形象。因此★，本文提出假设★：
一是企业发行绿色债券对自身新质生产力水平的提升有明显的促进作用。绿色债券的发行为企业提供了稳定持续的资金流，有效缓解了企业在绿色科技研发和创新领域面临的融资瓶颈★，使企业在绿色创新项目投入时更加游刃有余，从而对新质生产力的提升有明显的促进作用。
从表6的结果可知★，绿色专利申请量和高管绿色认知对企业新质生产力水平的提升均产生显著的正向影响，融资约束对新质生产力有显著的负向影响。这意味着在企业绿色转型过程中，应进一步增加绿色技术研发投入，同时增加企业高管培训，提高其对绿色概念的认知程度，更好地促进企业新质生产力水平的提升。
[3]韩文龙★，张国毅★. 新质生产力赋能高质量发展的理论逻辑与实践路径[J]★.政治经济学评论★，2024，15（5）.
表3展示了各变量的描述性统计特征★。被解释变量NPro的均值（5.12）与中位数（4★.78）差异较小，标准差（2.52）的数值小于3，说明Npro的数据较为平缓。解释变量Treati×Timeit的标准差（0.09）小于1★，显示具有较好的数据集中趋势★。在控制变量中，股本（CS）、净利润（NP）、市值（MV）、碳排放量（CE）的标准差较大，说明企业之间具有显著差异性★。其他控制变量的标准差均小于1，说明数据比较稳定。实证检验得出的平均方差膨胀系数（Mean Vif）为2.78，表明所选取的变量之间不存在共线性。
[1]蔡海静★，汪祥耀，谭超. 绿色信贷政策★、企业新增银行借款与环保效应[J]. 会计研究，2019（3）★.
H2b：企业发行绿色债券可以提高其高管对绿色概念的认知程度（以下简称“高管绿色认知★”），进而促进该企业新质生产力水平的提升。
H2c：企业发行绿色债券可以降低企业融资难度，进而促进企业新质生产力水平的提升★。
绿色债券是绿色金融的重要工具。绿色债券筹集资金用于投资绿色项目，引导资本流向绿色发展方向★。随着我国直接融资市场的不断壮大和金融市场投资机构的多样化发展，绿色债券正逐渐展现出其作为新兴增长点的巨大潜力（薛宏立等★，2024）。截至2024年6月末，我国境内绿色债券市场存量绿色债券规模约为2.00万亿元，较上年末增长0★.75%★。
本文的边际贡献主要体现在两方面：一是新质生产力概念的量化★。“新质生产力★”作为新兴概念，其量化研究尚处于起步阶段★。本文基于生产力二要素理论构建企业新质生产力研究模型，为新质生产力水平的量化分析开辟新路径★，也为后续的实证研究提供思路。二是研究视角的微观化拓展。以往关于新质生产力的研究多聚焦在宏观层面★，本文将研究视角深入至企业★，丰富研究层次与维度★，也为该领域的研究注入更多活力。
被解释变量是企业新质生产力水平（NPro），本文采用熵值法来衡量★，从劳动力★、生产工具两个因素出发，拆解为研发人员薪资占比、固定资产占比、研发费用直接投入占比★、总资产周转率等11个指标，指标构成及权重占比参考宋佳等（2024）的研究成果★，具体如表1所示★。
[5]鲁政委，陈昊，任图南. 以数据交易激活数据运用助推福建省数字经济高质量发展[J]★. 福建金融，2024（5）.
三是异质性分析表明，企业发行绿色债券对新质生产力水平的提升作用存在显著差异。民营企业★、大规模企业和碳密集型行业企业在绿色转型过程中受益最为显著★，其新质生产力水平的提升效果更为突出★，这为企业根据自身特点制定绿色转型策略提供了重要参考★。
本文选取2012—2023年A股市场上市企业作为研究样本，经过数据清洗（删去缺失值、重复值★、异常值）★，最终得到4025家样本企业的数据★，累计获得32677个观测值★。
绿色债券的发行丰富了企业的融资渠道。对于具有前瞻眼光和社会责任的投资者，绿色债券可以满足其投资需求。绿色信息的披露能够有效降低投融资双方的信息不对称。同时，部分评级机构基于绿色债券的积极社会影响，可能会给予其较高的信用评级。因此★，本文提出假设：
表4是被解释变量与解释变量的回归结果，笔者根据控制变量、固定效应的不同进行了4次回归，以避免偶然性。基准回归结果揭示了企业发行绿色债券与新质生产力之间的关系。具体而言★，在严谨控制多个潜在影响因素及固定效应之后，Npro的系数在统计上达到高显著性水平（p1%）★，且其数值为0.41944★，体现出显著的正向关系。回归结果验证了本文的核心假设H1。
[4]刘传江，张劭辉★，李雪. 绿色信贷政策提升了中国重污染行业的GTFP吗?[J]. 国际金融研究，2022（4）★.
其中，i为企业，t为年份，Nproit为i企业在第t年的新质生产力水平。Treati为企业分组变量，其中★，发行过绿色债券的企业记为1，反之记为0。Timeit为时间分组变量★，发行绿色债券当年及以后时期记为1，反之记为0。C为控制变量，YEARi和INDi分别为年份和行业固定效应。
★“新质生产力★”这一概念的提出，不仅揭示了生产力发展的内在规律，也为理解和应对当前及未来的经济变革提供了全新视角。在新质生产力形成过程中，人口红利实现了从数量增长到质量提升的华丽转身★；劳动资料经历了从机器化向智能化和数字化的深刻变革；以数据、信息为代表的无形物作为新兴的劳动对象★，逐渐成为推动生产力发展的重要力量（鲁政委★，2024）★。新质生产力有着深刻的绿色意蕴，是符合绿色发展理念的生产力新质态。新质生产力是绿色发展的必由之路，绿色发展是新质生产力的重要要求（韩文龙，2024）。此外★，新质生产力的生态属性体现出对绿色生态的高度关注★，且能实现生态效能的生态转化（罗铭杰，2024）★。
[2]程恩富，陈健★. 大力发展新质生产力 加速推进中国式现代化[J]. 当代经济研究，2023（12）.
其中★，W为中介变量★，本文包括绿色专利申请量、高管绿色认知水平和融资约束。其他变量与上文一致★。
与我国西部和东北部地区相比★，中部和东部地区有较大的绿色产业基础优势与较强的创新能力，具体表现为企业在绿色技术研发与绿色产品创新领域起点较高★，企业实力更为雄厚，本地金融市场更为成熟，企业的绿色债券更容易获得投资者青睐★。因此可以预测★，中部和东部地区企业在发行绿色债券促进新质生产力提升方面的效果比西部和东北部地区更为显著★。表8列（1）至列（4）展示了地区分组检验的结果，Treati×Timeit的回归系数在除西部地区企业外均为正，其中在中部地区的回归系数最大，在东部地区回归结果最为显著。
国有企业在某些领域可能享有政策支持和市场垄断地位，由此或导致其缺乏提升新质生产力的紧迫感和动力；民营企业的市场竞争相对激烈★，其发行绿色债券以促进新质生产力水平提升的效果可能更为显著★。基于以上分析，本文引入产权性质变量进行分组检验，考察所有制形式对企业新质生产力的影响。表7列（1）★、列（2）的结果显示，民营企业的Treati×Timeit回归系数更大★、显著性水平更高★，表明发行绿色债券对民营企业提升新质生产力水平的正向效应更显著。
新质生产力的精髓在于倡导在生产流程的每一个环节都力求实现资源的最优利用与环境的可持续发展，从而达成经济效益与生态效益的双赢★。与之理念相似的另一个生产效率测量指标是绿色全要素生产率（GTFP）。GTFP不仅考量了传统生产要素的贡献，更将环境因素纳入评估体系，深刻揭示了经济发展背后的质量与效益线）的回归结果来看，将被解释变量换成GTFP，解释变量Treati×Timeit的系数仍在1%水平上显著为正★，本文假说H1进一步得到验证★。
[6]罗铭杰. 新质生产力的生态内涵论析[J]. 河北经贸大学学报★，2024★，45（2）★.
